PARTICIPACIÓN LABORAL y DESEMPLEO EN LAS CUATRO PRINCIPALES CIUDADES UN MODELO ECONOMÉTRICO


r :Crecimiento anual de la población en edad laboral

e :Crecimiento anual del empleo

Debe notarse que, debido a las imprecisiones de estimación del volumen total de empleo (que el Dane calcula expendiendo la ocupación muestral por el cociente entre la población total muestral y la estimada). La tasa de crecimiento de esta variable suministrada periódicamente por esa entidad es también imprecisa En cambio la tasa de crecimiento del coeficiente de empleo es una variable que se mide directamente a partir de la muestra de las encuestas de hogares y la de la población en edad laboral puede estimarse sobre la base de datos censales





De hecho esta ecuación recoge los determinantes teóricos mas esenciales de la tasa de participación, así como influencias estacionales y de estructura.

a. Caso

del trabajador alentado. Un alza en los ingresos laborales esperados encarece el costo de oportunidad de la población inactiva y debe alentar la participación laboral de nuevos miembros de los hogares.

Como el parametro del coeficiente de empleo es positivo (b>O), un aumento de ese coeficiente, al elevar la probabilidad de conseguir empleo y, por esta vía el ingreso probable de los nuevos miembros participantes, incide positivamente sobre la participación laboral. Este caso es también recogido por un alza durable del salario mínimo real (el parametro de esta variables espositivo: d>O) que eleva también el ingresos esperado por los nuevos miembros del hogar que se vinculen al mercado laboral.

b. Caso del trabajador desalentado. A la inversa, una reducción de los ingresos laborales esperados abarata el costo de oportunidad de la población inactiva y tiende reducir la participación laboral.

El caso es recogido por una disminución en el coeficiente de empleo que al disminuir la probabilidad que tienen los nuevos miembros de conseguir empleo y, por tanto el ingreso esperado, hace caer la participación laboral. También es recogido por una caída en el salario mínimo real que impacta negativamente sobre el ingreso esperado por los nuevos participantes

c. Caso del trabajador excedente. La mejora permanente en los ingresos familiares tiende a disminuir, vía un efecto ingreso sobre el ocio, la participación laboral de los hogares. Un aumento en el coeficiente de empleo asalariado o la disminución de la tasa de desempleo elevan de manera permanente los ingresos familiares; pasa lo mismo con el alza en los ingresos reales de los trabajadores por cuenta propia.

d. Caso del trabajador adicional. A la inversa, el deterioro permanente en los ingresos familiares tiende a disminuir la participación laboral. Ese deterioro esta recogido por las siguientes variables: una disminución en el coeficiente de empleo asalariado (CEA); una caída en los ingresos reales de los trabajadores por cuenta propia (Ycp) y el alza reciente de la tasa de desempleo (que baja laprobabilidad de conseguir empleo y hace caer el ingreso esperado).

e. La participación laboral muestra una alta y positiva estacionalidad en el mes de marzo.

f. Paralelamente parece bastante sensible a ciertos cambios de estructura.

-El aumento tendencial de la participación laboral parece volverse definitivo cuando la participación laboral es igualo superior al 54%. Ello ocurrió desde 1984. En este caso la variable ESTl toma valor de 1 y eleva permanentemente la tasa de participación.

-Un segundo cambio estructural parece haber ocurrido desde comienzos de los años noventa. La influencia positiva de la variable (EST2) indica una alza permamente en el valor medio de la participaciÓn laboral en la década actual.

3. La tasa de desempleo

Por definición la tasa de desempleo varía inversamente con el coeficiente de empleo y directamente con la participación laboral desde que viene dada por la expresión:





a. La tasa de desempleo decrece a medida que aumentan tanto el coeficiente de empleo total como y, sobre todo, el coeficiente de empleo asalariado. En el primer caso (aumento del coeficiente de empleo total) se trata de un truísmo prescrito por la ecuación 5, que se produce a pesar de que, como vimos, la participación laboral tiende a aumentar. En el segundo caso (alza del coeficiente de empleo asalariado) la reducción de la participación laboral asociada con el alza en el empleo asalariado tiende a reforzar el impacto positivo de esta variable sobrela desocupación.

b. U n alza durable en el salario mínimo real elevaría una mayor participación laboral- la tasa de desempleo.

c. En cambio un alza en el ingreso real de los trabajadores por cuenta propia tiende a disminuir la desocupación. Ese impacto se produce (ecuación 4) vía una reducción en la participación laboral.

d. El ajuste (al alza o a la baja) de la tasa de desempleo alas variaciones de la ocupación es lento. A partir de una situación de alto desempleo una mejora en el empleo se demora en impactar la desocupación, pues la participación laboral es sensible al desempleo anterior. A la inversa, si la desocupación ha sido baja, una crisis en la ocupación se demora en elevar la tasa de desempleo, pues la participación laboral depende positivamente del desempleo anterior.

e. El mes de marzo presenta estacionalidad, el desempleo es superior en este trimestre del año.

f. Cuando la participación laboral supera el 54%, reflejado en la variable estructura, el desempleo tiende a ser mayor. Cuando supera el 58.0% se produce un nuevo aumento en el nivel medio de la desocupación.

4. Notas estadísticas

a. Al contrastar estabilidad en los dos modelos (23), se hizo preciso crear una nueva variable estructural (EST2) que permitiera homogeneizar la serie, como requisito de predicción. Si se hace abstracción de los cambios en las demas variables, desde 1990 y hasta 1993, el nivel medio de la participación laboral parece haber dado un nuevo salto estructural haciaarriba.

b. La prueba estadística de homocedasticidad muestra que la relación entre los residuales y la tasa de desempleo no tiene un patrón definido (24). También con los residuales obtenidos de cada una de las estimaciones de los modelos, se estimó de nuevo por M.C.O y se obtuvo la no evidencia de autocorrelación. En efecto, el estimador de los residuales rezagados (como variable explicatoria) resultó estadísticamente no significativa (en ambos modelos).

c. La otra manera de evidenciar autocorrelación es con el estadístico DW (Durbin-Watson). La ecuación (4) de participación laboral, no presenta autocorrelación. Para la ecuación (6) de tasa de desempleo, no se utilizó esta prueba como evidencia de autocorrelación (el modelo presenta la variable dependiente rezagada como variable explicativa); simplemente se estimaron los errores obtenidos del modelo original contra su rezago y las demas variables. El resultado de la estimación indica que los residuales rezagados no son estadísticamente significativos, y que ademas la suma explicada es muy pequeña. Significa que no se puede rechazar la hipótesis de ausencia de autocorrelación. Este mismo procedimiento también se aplicó para el primer modelo, obteniendo resultados consistentes con la primera prueba (25).

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21. Este artículo fue escrito hacia junio de 1995. No obstante es una versión inacabada que se publica para alentar la investigación a este respecto. Para que se convierta en un modelo útildesde el punto de vista de la predicción se requiere un trabajo estadístico adicional.
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22. Algunas variables no cubren el período completo; fue necesario estimar su crecimiento. Por ejemplo, el coeficiente de empleo y ograros fue calculado como la variación que presenta a partir de diciembre de 1989.
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23. Se estima el modelo con los mismos datos hasta 1989 (cuarto trimestre); luego, predecimos con éste y se compara con datos observados (la misma fuente), es decir, con datos de 1990 a 1994 suministrados por el DANE. El modelo no presentó homogeneidad en toda su serie. Los datos observados coinciden con los predichos hasta la estimación del modelo, pero cuando se compara la predicción del año 1989 a 1994 con sus datos observados, la realidad es otra. Existe un margen de error o una brecha considerable.
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24. El mismo procedimiento se realizó con otras variables explicativas, e incluso los residuales se elevaron al cuadrado ( otra forma de verificar heterocedasticidad) y se realizaron las pruebas graficas del caso.
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25 .Existen otros estadísticos para chequear Heterocedasticidad y Autocorrelación, que el paquete SHAZAM versión 7 identifica facilmente. Para su comprensión remitimos al lector a realizar una lectura previa de cualquier libro de econometría, sobre estos temas. En nuestro caso, el texto guía, aparte del Manual del paquete Shazam v- 7, fue Econometría, segunda edición, del autor Alfonso Novales.